中國貨幣供應(yīng)量（M2）與居民消費價格指數(shù)（CPI）的實證分析

【摘要】本文利用Eviews8.0計量分析軟件，采用自回歸分布滯后模型，初步考察2006～2016十年間的貨幣供應(yīng)量M2與居民消費價格指數(shù)CPI之間的聯(lián)系。結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量變化（dM2）對物價水平（CPI）的影響具有明顯的滯后性特點，其滯后期大約為1個月，并且其滯后期影響大約維持4個月左右，其影響力度呈現(xiàn)先遞增后遞減，滯后結(jié)構(gòu)具有倒U型特征。同時還發(fā)現(xiàn)當(dāng)期CPI還與滯后期CPI之間存在著線性關(guān)系。因此，我們應(yīng)當(dāng)繼續(xù)加強貨幣供應(yīng)量M2和CPI的調(diào)控機制，促進宏觀經(jīng)濟的平穩(wěn)增長。

【關(guān)鍵詞】貨幣供應(yīng)量 CPI 自回歸分布滯后模型 宏觀經(jīng)濟

一、引言

自從美國經(jīng)濟在20世紀60年代遇到“滯漲”局面之后，而“凱恩斯理論”則無法來解釋和補救美國宏觀經(jīng)濟，于是一些其他經(jīng)濟理論應(yīng)運而生，尤其以弗里德曼的貨幣主義理論最為著名（高鴻業(yè)，2007；黃達，2008；姚開建，2011）。以弗里德曼為首的貨幣主義學(xué)派認為，貨幣數(shù)量是解釋價格水平漲落的基本因素；雖然著名經(jīng)濟學(xué)家歐文·費雪早在1911年就提出了著名的“費雪方程”：MV=PY；經(jīng)濟學(xué)開山宗師馬歇爾的學(xué)生、福利經(jīng)濟學(xué)的創(chuàng)始人庇古也在1917年提出了相似的“劍橋方程”：M=kPY；但是弗里德曼則是將上述諸家思想融匯一爐，提出了著名的新的貨幣需求函數(shù)：M=f（P，rb，re，，w，Y，u）。貨幣主義尤其強調(diào)通貨膨脹純屬貨幣現(xiàn)象（弗里德曼原話說：通貨膨脹無論何時何地都是一種貨幣現(xiàn)象），經(jīng)濟學(xué)家通常稱之為“弗里德曼命題”。

在2007年金融危機之后，我國宏觀經(jīng)濟經(jīng)歷了較大的波動，雖然四萬億投資刺激計劃的實施使得經(jīng)濟復(fù)蘇呈現(xiàn)出來，但是缺乏持久性和穩(wěn)定性，之后四萬億刺激計劃的弊端逐漸顯現(xiàn)：產(chǎn)能過剩、影子銀行、地方債等[1]（拉古拉邁·拉詹，2011）。因而，現(xiàn)在提倡的“供給側(cè)改革”從某種程度上講，是對于四萬億刺激計劃所帶來的諸多問題所開出的良藥[2]（吳敬璉，2016）。

伴隨著美國總統(tǒng)特朗普的上臺、英國拖歐步伐的加快，世界經(jīng)濟形勢依舊復(fù)雜，“后金融危機”的陰霾依舊沒有消去，如何把握好中國宏觀經(jīng)濟形勢是每一個經(jīng)濟學(xué)家和政治學(xué)家必需考慮的問題。本文以廣義貨幣供給量（M2）和居民消費價格指數(shù)（CPI）為分析的切入點，試圖從某一個向度上查看中國宏觀經(jīng)濟的些許發(fā)展跡象。

二、中國貨幣供應(yīng)量（M2）的趨勢分析

我國M2具有擴張速度迅猛、絕對規(guī)模龐大、與GDP偏離幅度擴大這三個特征。學(xué)者還發(fā)現(xiàn)，M2與房價之間存在著長期穩(wěn)定關(guān)系，而中國巨額的準(zhǔn)貨幣量（M2-M1）是推動房價上漲的重要原因，尤其在資產(chǎn)泡沫聚集階段，房價往往脫離實體因素，因此需要央行更有效地控制貨幣供應(yīng)量M2[3]（李健、鄧瑛，2011）。

大體言之，貨幣供應(yīng)量M2與通脹之間維持著一種密切的關(guān)系，有學(xué)者通過協(xié)整計量實證分析發(fā)現(xiàn)，貨幣供給和通貨膨脹之間存在著明顯的正相關(guān)關(guān)系（李軍，1997）；還有學(xué)者用誤差修正模型（VCM）還發(fā)現(xiàn)M2與通貨膨脹率、實際GDP、1年期存款利率之間都存在著顯著的協(xié)整關(guān)系[4]（汪紅駒，2002）；劉金全、劉志強（2002）則通過運用向量自回歸模型和格蘭杰因果檢驗（Granger）進行分析，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率之間存在雙向的因果關(guān)系。張煒、蘇珺（2010）也通過運用向量自回歸模型，分析發(fā)現(xiàn)無論是短期還是長期，貨幣供應(yīng)量的變化都是通貨膨脹率的主要因素[5]。

而且，物價變動與貨幣供應(yīng)量的變化之間存在著較為密切的關(guān)系，如經(jīng)濟學(xué)家Mishkin（2001）通過對加拿大1971～1999年間的數(shù)據(jù)分析后發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量與物價之間存在一定關(guān)系，貨幣供應(yīng)量能有效解釋物價水平的短期變動。陳柏福、唐力翔（2011）則通過構(gòu)建時間序列，通過EG—ADF檢驗，格蘭杰因果檢驗、協(xié)整方程后發(fā)現(xiàn)，物價波動與貨幣供應(yīng)量之間存在協(xié)整關(guān)系，而且不同意義上的貨幣供應(yīng)量與物價波動變量存在不同程度的協(xié)整關(guān)系。因此，應(yīng)采取諸如適時變動存款準(zhǔn)備金率、靈活推行公開市場業(yè)務(wù)、加強窗口指導(dǎo)和信貸政策指導(dǎo)等貨幣政策，來實現(xiàn)物價穩(wěn)定和國民經(jīng)濟平穩(wěn)運行的宏觀經(jīng)濟調(diào)控目標(biāo)。

如George等（1995）對110個國家30年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供給的增長率與一般物價水平式存在幾乎一一對應(yīng)的高度相關(guān)的關(guān)系。Crowder（1998）則研究了戰(zhàn)后美國貨幣增速與通脹的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)CPI通脹的趨勢或增長的部分完全是由于基礎(chǔ)貨幣的增長的趨勢部分所決定的。Pina、Marques（2003）采用Granger因果檢驗，研究了歐元區(qū)貨幣增速與通脹率間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貨幣增速是引起通脹的Granger原因的結(jié)論。如經(jīng)濟學(xué)家Roffia和Zaghini（2007）通過研究15個工業(yè)化國家的貨幣增速對通脹的短期影響，結(jié)果就發(fā)現(xiàn)如果貨幣增速伴隨著股價上漲以及信貸條件的放松，那么在3年內(nèi)，通脹爆發(fā)的可能性將顯著增加。Aksoy、Piskorski（2006）指出，只要國內(nèi)貨幣總量的衡量指標(biāo)選擇正確，貨幣增速會顯著地影響通貨膨脹。Dwyer和Fisher（2009）研究發(fā)現(xiàn)，幾乎所有的國家（他們研究了世界上的166個國家）都存在貨幣增速與通脹之間的正向關(guān)系。

本文以2006年～2016年中國十年間的廣義貨幣供應(yīng)量M2為實證分析的始點，由于期間2007年發(fā)生了全球性金融危機，其對中國宏觀經(jīng)濟的影響無遠弗屆[6]。這種影響也充分體現(xiàn)在本文所闡述的“自回歸分布滯后模型”之中。如下圖所示，本文將2006～2016年十年間的M2變化量（dM2）的趨勢圖展示。按照本文滯后自回歸分布滯后模型，以M2變化量（dM2）表示為自變量（解釋變量X）。

三、CPI在宏觀經(jīng)濟學(xué)中的重要作用

CPI（居民消費價格指數(shù)）作為衡量通貨膨脹的重要指標(biāo)，在宏觀經(jīng)濟中扮演著重要作用（高鴻業(yè)，2007）?？梢哉f，CPI是反映一定時期內(nèi)居民消費品價格變動趨勢和程度的統(tǒng)計指標(biāo)[7]（張宏，2008）。它反映的是包括城市和鄉(xiāng)村在內(nèi)的所有居民生活消費品價格和服務(wù)項目價格變動的總動態(tài)，即全國CPI是一個加權(quán)平均的統(tǒng)計指標(biāo)，是全國宏觀性的平均水平。CPI指數(shù)是通過加權(quán)平均的計算方法得到的，包括對不同地區(qū)、不同消費品和服務(wù)、不同消費階層等多個維度的平均。

就CPI與通貨膨脹的關(guān)系而言，一直在經(jīng)濟學(xué)家看來，都是需要重點關(guān)注的命題[8]（林毅夫，2012）。CPI、核心CPI（core CPI，美國經(jīng)濟學(xué)家戈登1975年提出，即從CPI中扣除食品和能源價格來判斷價格水平）、PPI（生產(chǎn)者價格指數(shù)）、GDP平減指數(shù)（名義GDP/實際GDP）、RPI（零售物價指數(shù)）等都是衡量通脹的基本指標(biāo)，但是一般國家統(tǒng)計局還是以CPI作為衡量通貨膨脹的重要依據(jù)。一般說來，當(dāng)CPI大于3%，我們就認為發(fā)生了通脹，而當(dāng)CPI大于5%時，我們就認為這個社會發(fā)生了嚴重的通脹。

但同時需要指出，CPI是一個滯后性的數(shù)據(jù)，但它往往是市場經(jīng)濟活動與政府貨幣政策的一個重要參考指標(biāo)。諸如CPI穩(wěn)定、就業(yè)充分（失業(yè)率在可控范圍內(nèi)，如著名經(jīng)濟學(xué)家弗里德曼就提出了自然失業(yè)率）及經(jīng)濟增長（如GDP增長率一直維持在7%左右）往往都是最重要的社會經(jīng)濟目標(biāo)。

如下圖所示，本文所選取的2006～2016十年間的CPI（被解釋變量Y）的趨勢圖。

四、M2與CPI的實證分析——自回歸分布滯后模型的應(yīng)用

（一）M2與CPI的互動機制

如上所示，貨幣主義學(xué)派認為，產(chǎn)生通貨膨脹的重要條件之一就是貨幣的超發(fā)（或超量供應(yīng)），范從來、王勇（2014）就指出[9]，中國貨幣就存在著“貨幣超發(fā)”的現(xiàn)象，尤其體現(xiàn)在我國長期以來M2/GDP偏高的態(tài)勢上。在中國由計劃經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)向市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌的過程中，市場中流通的貨幣量產(chǎn)生了令經(jīng)濟學(xué)家困惑的問題，西方經(jīng)濟學(xué)家麥金龍（M ckinnon）稱之為“中國貨幣之謎”：中國的貨幣增長率長期高于通貨膨脹率與實際GDP之和，貨幣供應(yīng)存量長期高于經(jīng)濟總規(guī)模。由于M2增速持續(xù)高于GDP增速，我國M2/GDP一直呈現(xiàn)上升趨勢。1978年改革初期，我國M2/GDP為23.6%，到了2012年，M2/GDP則已接近200%，位居全球第一，遠遠超出美國63%、歐元區(qū)144%的比重。在上述背景下，許多學(xué)者將經(jīng)濟運行中的CPI上漲歸咎為貨幣超發(fā)（劉國亮，2012；陳彥斌，2009）。物價變動與貨幣供應(yīng)量的變化之間的關(guān)系可以說是不是瞬時的，存在著一定的滯后性[10]（龐皓，2013）。西方學(xué)者研究表明，西方國家的通貨膨脹時滯大約為2～3個季度（黃素庵，1989）。

如學(xué)者劉偉（2002）、劉金全（2004）、邵學(xué)言和郝雁（2004）等發(fā)現(xiàn)我國貨幣供給增長率與通貨膨脹率之間存在正相關(guān)的長期協(xié)整關(guān)系，且貨幣供給是物價變動的主要影響因素。何啟志（2011）也研究發(fā)現(xiàn)，我國貨幣供給量M2、M1、M0都與通貨膨脹有顯著的長期關(guān)系。項后軍、潘錫泉（2011）指出，貨幣供應(yīng)量增長率對CPI的長期傳遞彈性遠遠高于匯率傳遞彈性，因此，政策當(dāng)局完全可以運用獨立的貨幣政策來穩(wěn)定通貨膨脹水平。孟祥蘭、雷茜（2011）發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)，物價水平與貨幣供應(yīng)量之間存在著相互影響、互相促進的關(guān)系[11]。

如下所示，按照本文所考察的中國2006～2016十年間的CPI與廣義貨幣供應(yīng)量M2的變化量（dM2）構(gòu)成的回歸模型，其中，X表示dM2，Y表示CPI，以圖形的形式描述如下：

（二）數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文選取了2006～2016年十年的數(shù)據(jù)作為分析依據(jù)，把每年分為12個月，以月度指標(biāo)（Monthly Data）作為具體的分析來源，以國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、中國金融與經(jīng)濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、中國統(tǒng)計年鑒等為數(shù)據(jù)來源；選取廣義貨幣量增長量（dM2）為自變量（解釋變量），居民消費價格指數(shù)（CPI）為因變量（被解釋變量）。

（三）數(shù)據(jù)分析

構(gòu)建如下的回歸模型：CPI=α+β*dM2+Ut，其中Ut為誤差估計量。本文以Eviews8計量分析軟件，首先對數(shù)據(jù)進行普通最小二乘法回歸（OLS），結(jié)果如下：

從回歸結(jié)果來看，dM2的t統(tǒng)計量值顯著，表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化量對當(dāng)期物價水平（CPI）有一定影響，但是卻沒有顯示出這種影響的滯后性。

因此，為了分析貨幣供應(yīng)量變化影響物價的滯后性，本文引入自回歸分布滯后模型，來做具體考察分析，如下：用Eviews 8.0軟件進行數(shù)據(jù)處理，首先做滯后15期的分布滯后模型的估計分析。

從以上滯后回歸結(jié)果來看，dM2（X）各個滯后期的系數(shù)逐漸增加，表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化要經(jīng)過一段時間才能夠逐步顯現(xiàn)出來。但是各個滯后時期的系數(shù)的t值（t統(tǒng)計量）不顯著，因此還不能確定滯后期究竟有多久。因此，本文試著做滯后20期（月）的分布滯后模型的估計，試分析如下：從上圖中看出，X（-1），即X（dM2）的回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤為0.026138，回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量絕對值為2.948063，P值為0.0041，在5%的顯著性水平下拒絕系數(shù)為0的原假設(shè)，這一結(jié)果表明，當(dāng)期貨幣供應(yīng)量變化對物價水平的影響，在經(jīng)過1個月后才能顯現(xiàn)出來。而且，這種顯著性一直滯后5個月為止。從滯后第6個月開始t值變得不顯著，一直滯后到第14期為止，從滯后第15期開始，貨幣供應(yīng)量變化對物價水平的影響有開始上升，持續(xù)到滯后第17期為止，從滯后18期開始，一直滯后到第20期，貨幣供應(yīng)量變化對物價水平的影響又開始回落。

因此，從以上分析可以得到一個判斷：貨幣供應(yīng)量變化（dM2）對物價水平（CPI）的影響具有明顯的滯后性特點，其滯后期大約為1個月，并且其滯后期影響大約維持4個月左右，其影響力度呈現(xiàn)先遞增后遞減，滯后結(jié)構(gòu)具有倒U型特征。

當(dāng)然從上述回歸結(jié)果來看，回歸方程的R2也不高，只有0.360005，DW值也不高，只有0.169301，這表明除了貨幣供應(yīng)量之外，還有其他因素影響物價變化，同時，過多的滯后變量也可能會引起自由度d損失和多重共線性問題的發(fā)生。如果我們分析的重點是貨幣供應(yīng)量變化（dM2）對物價（CPI）影響的滯后性，上面的回歸分析結(jié)果已經(jīng)說明了問題所在。但是如果要提供模型的預(yù)測精度和效度，本文因此正式開始引入“自回歸分布滯后模型”進行改進分析。因此，我們估計如下自回歸分布滯后模型：Yt=α+β1*Yt-1+β2*Xt+Ut。

其中，Yt表示為CPI的當(dāng)期值，Yt-1表示為CPI的滯后期值，Xt表示為貨幣供應(yīng)量的當(dāng)期變化（dM2），Ut為誤差項。本文運用Eviews 8.0對上述自回歸分布滯后模型進行分析，如下圖所示：

因此，可以得到自回歸分布滯后模型：Yt=4.368566+0.957994Yt-1-0.002539Xt+Ut，從圖中可以看出，R2為0.917627，調(diào)整R2為0.916340，DW值為1.759403，其中，當(dāng)Xt增加1個百分點時，Yt就相應(yīng)減少0.002539個百分點，這可以解釋為，自2007年金融危機發(fā)生以來（由于本文使用的數(shù)據(jù)始于2006年，終于2016年），全球金融市場動蕩，經(jīng)濟復(fù)蘇緩慢，隨著擴張性貨幣政策的實施（M2的擴大），物價水平（CPI）發(fā)生小幅波動也屬于正常。同時該回歸方程也透露出一個信息，即CPI的當(dāng)期變動還與CPI的滯后一期變動相關(guān)，其滯后一期CPI變動一個百分點時，當(dāng)期CPI變動0.957994個百分點。

（四）結(jié)論

通過運用Eviews8.0，采用自回歸分布滯后模型，來分析中國貨幣供應(yīng)量（M2）與居民消費價格指數(shù)（CPI）之間的關(guān)系后發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量變化（dM2）對物價水平（CPI）的影響具有明顯的滯后性特點，其滯后期大約為1個月，并且其滯后期影響大約維持4個月左右，其影響力度呈現(xiàn)先遞增后遞減，滯后結(jié)構(gòu)具有倒U型特征。同時還發(fā)現(xiàn)當(dāng)期CPI還與滯后期CPI之間存在著線性關(guān)系，即CPI對貨幣供應(yīng)量M2產(chǎn)生影響的過程中，會受到滯后期CPI的內(nèi)在影響作用。

五、建議與展望

通過以上的計量分析，我們初步獲得了貨幣供應(yīng)量M2與居民消費價格指數(shù)CPI之間存在著明顯的滯后性關(guān)系。鑒于此，政府需要更加重視對物價水平的監(jiān)管，防止出現(xiàn)物價高抬、囤積居奇、黑市交易泛濫的現(xiàn)象；同時，央行也要加強對貨幣供應(yīng)量的動態(tài)、高效調(diào)控，既要保持宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定性，又要維持改革、發(fā)展的大局，進一步依據(jù)國內(nèi)外經(jīng)濟形勢，積極推進穩(wěn)健性貨幣政策的實施，在當(dāng)前供給側(cè)改革的大背景下，促進宏觀經(jīng)濟的平穩(wěn)運行[12]。更要進一步把CPI、M2、GDP、失業(yè)率、通貨膨脹率、匯率、利率、外匯儲備、進出口等重要經(jīng)濟指標(biāo)相互形成一個動態(tài)傳導(dǎo)機制，根據(jù)國內(nèi)國外經(jīng)濟狀況及時調(diào)整政策。

參考文獻

[1]拉古拉邁·拉詹.斷層線——全球經(jīng)濟潛在的危機[M].北京：中信出版社，2011.

[2]吳敬璉.供給側(cè)改革——經(jīng)濟轉(zhuǎn)型重塑中國布局[M].北京：中國文史出版社，2016.

[3]李健，鄧瑛.推動房價上漲的貨幣因素研究——基于美國、日本、中國泡沫積聚時期的實證比較分析[J].金融研究，2011，（6）：18-32.

[4]汪紅駒.用誤差修正模型估計中國貨幣需求函數(shù)[J].世界經(jīng)濟，2002（5）：55—61.

[5]張瑋，蘇瑤.中國貨幣供應(yīng)量的產(chǎn)出、通貨膨脹效應(yīng)實證分析[J].經(jīng)濟問題，2010（5）：72-75.

[6]汪麗娜.次貸危機對中國的警示[J].中國金融，2007（19）：64.

[7]張宏.CPI指數(shù)體系的局限性與調(diào)整修正[J].廊坊師范學(xué)院學(xué)報，2008（5）：67-69.

[8]林毅夫.解讀中國經(jīng)濟[M].北京：北京大學(xué)出版社，2012.

[9]范從來，王勇.中國“貨幣超發(fā)”判斷標(biāo)準(zhǔn)、成因及其治理[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2014（3）：6-13.

[10]龐皓.計量經(jīng)濟學(xué)[M].北京：科學(xué)出版社，2009.

[11]孟祥蘭，雷茜.我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長及物價水平關(guān)系研究[J].統(tǒng)計研究，2011（3）：43-50.

[12]樊綱，張曉晶.面向新世紀的中國宏觀經(jīng)濟政策[M].北京：首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)出版社，2000.

作者簡介：李明（1990-），男，寧夏大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟理論與政策，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟。